Produktivitas dan Faktor-Faktor yang Berpengaruh Terhadap Produksi Usahatani Tomat ( Solanum lycopersicum Mill) di Kabupaten Jember
Bagus Rangga Sita 1 , Syamsul Hadi 2 , dan Edy Sutiarso 3
Universitas Muhammadiyah Jember

## Abstract
The  purpose  of  this  study  include:  1)measuring  the  level  of  farm  productivity  and comparing  among  the  tomato  business  scale,  and  2)  to  identify  factors  that  influence  the tomato farm production in Jember. This research has been conducted in Jember, covering five District of samples, namely: Ledokombo, Sumberjambe, Ajung, Panti and Umbulsari. The  data  used  are  primary  data  and  secondary  data.  Primary  data  were  obtained  from interviews with tomato farmers are guided by a list of questions that had been developed previously. While the secondary data obtained from the literature and agencies associated with this research. Analysis of the data used include quantitative descriptive analysis and regression naturally assuming that the relationship between the independent variables (Xi) and dependent variable (Y) is a Cobb-Douglas production function. The final conclusion is that: 1) The average productivity of farming tomatoes in Jember district, which consists of land productivity amounted to 153.662 ku / ha, labor productivity of 4.906 Kg / JKP, and productivity  costs  by  0.00047  Kg/USD.  Based  strata  land  area,  did  not  show  any differences  in  labor  productivity  and  costs  and  but  on  land  productivity  among  business scale  narrow  and  wide,  showed  a  highly  significant  difference  in  the  confidence  level  of 99%,  and  2)  the  factors  that  affect  significantly  to  namely  the  production  of  land,  labor and seed, while the fertilizers, pesticides and pesticide effect no significant effect on farm production of tomatoes in Jember.
Keywords: Productivity, Production, and comparisons between the scale of farming

## 1. PENDAHULUAN
Sektor  pertanian  mencakup  sub  sektor  tanaman  bahan  makanan,  perkebunan, pertanian, perikanan dan kehutanan, di mana saat ini sektor ini  menyumbang penyerapan tenaga kerja baru setiap tahunnya (40%) dan masih menjadi tumpuan hidup bagi sebagian besar  angkatan  kerja  di  Indonesia,  bahkan  kebutuhan  akan  pangan  nasional  masih menumpukan  harapan  pada  sektor  pertanian  (BIN,  2012).  Sebagai  negara  yang  memiliki dua  musim,  sebenarnya  potensi  Indonesia  sebagai  penghasil  produk-produk  unggulan hortikultura hampir tidak memiliki pesaing.
Corresponding Author: Email : syamsul.hadi@unmuhjember.ac.id
ISSN 0216-2431 (Print) ISSN 2502-9525 (Online)
Artinya  Indonesia  memiliki  kekayaan  sumberdaya  komoditas  pertanian  yang  tinggi  dan ketersediaan lahan pertanian lebih luas.
Besarnya  potensi  sektor  pertanian  ditunjukkan  oleh  kontribusinya  terhadap  PDB Nasional pada tahun 2010 sektor pertanian berkontribusi sekitar 956.120 miliar rupiah dan terus  meningkat  hingga  pada  tahun  2014  yaitu  sebesar  Rp.  1.128.448  miliar.  Kondisi  ini mengindikasikan bahwa nilai PDB Indonesia selama periode  tahun 2010-2014 mengalami peningkatan  yang signifikan dengan rata-rata nilai  PDB konstan di  Indonesia tahun dasar 2010  mencapai  Rp  7.721.032  miliar  rupiah  per  tahun.  Sementara  itu,  kontribusi  tanaman hortikultura  terhadap  sektor  pertanian  selama  periode  tahun  2010-2014  mengalami fluktuatif, dimana pada tahun 2010 yaitu sekitar 11,55%  dan meningkat pada tahun 2011 yaitu  sebesar 12,08%, nilai kontribusi tanaman hortikultura termasuk tomat ( Lycopersicon esculentum  Mill.) terhadap  sektor  pertanian  paling  rendah,  terjadi  pada  tahun  2013  dan 2014 yaitu sebesar 10,91%, dengan rata-rata kontribusi sebesar 11,35 per tahun%.
Produktivitas  tomat  di  Indonesia  mengalami  fenomena  yang  berfluktuatif,  dimana pada  tahun  2010  mencapai  14,58  ton/ha  dan  pada  tahun  2011  meningkat  sebesar  16,65 ton/ha, namun pada tahun 2012 produktivitas tomat mengalami penurunan menjadi sebesar 15,75  ton/ha  dan  pada  tahun  2013  produktivitas  tomat  kembali  meningkat  menjadi  16,61 ton/ha,  akan  tetapi  pada  tahun  2014  mengalami  penurunan  menjadi  15,52  ton/ha  dengan tingkat pertumbuhan sebesar 1,93% per tahun sebagaimana yang tampak pada Gambar 1.

## Gambar 1. Perkembangan Produktivitas Tanaman Tomat di Indonesia Tahun 2010-2014 (BPS, 2015)
Ternyata yang mengalami perkembanga yang fluktuatif bukan sekedar produktifitas tomat,  tetapi  perkembangan luas lahan dan produksinya mengalami  fenomana  yang sama pada periode yang sama (BPS, 2015). Hal ini ditunjukkan luas panen tanaman tomat pada tahun 2010 yaitu sebesar 61.154 ha mengalami penurunan penurunan sebesar -1,26% pada tahun  2014  yaitu  seluas  59.008  ha.  Adapun  produksi  tomat  pada  tahun  2010  sebesar 891.616  ton,  kemudian  mengalami  penurunan  sebesar  -6,35%    pada  tahun  2014.  Selama
periode  ini,  Indonesia  harus  melakukan  impor  tomat  dari  Negara  Malaysia,  Thailand  dan Singapura rata-rata sebesar 0,29%  (94 ton) dan  Indonesia  menjadi  inportir tomat  terbesar keenam  di  ASEAN,  sedang  Singapura  menempati  urutan  pertama.  Tetapi  pada  periode yang  sama,  Indonesia  juga  menjadi  negara  eksportir  tomat  di  ASEAN  meskipun memberikan  kontribusi  sebesar  3,05%  dari  total  volume  ekspor  tomat,  dan  Malaysia menjadi  negara  eksportir  tomat  nomor  pertama  di  ASEAN  yang  kontribusinya  mencapai 94,54%  (28.448 ton) (Deptan, 2015).
Sejalan dengan fenomena di atas, fakata menunjukkan bahwa  ketersediaan pangan tomat  tidak  terlalu  menjadi  hal  yang  perlu  dikhawatirkan  meskipun  seringkali  terjadi kenaikan  harga  tomat  cukup  signifikan  akibat  kekurangan  stok  produksi.  Tetapi  yang terjadi pada tahun 2016 harga tomat di tingkat petani mengalami penurunan drastis dari Rp 45.000  /  kg  hingga  menjadi  Rp  500  –  Rp  1000  per  kilogram  dalam  hitungan  beberapa minggu. Kondisi inilah yang patut dikhawatirkan akan berdampak pada lemahnya motivasi petani  untuk  kembali  menanam  tomat  pada  lahanya,  sehingga  dapat  menguranya  luas tanam  dan  produksi  tomat.  Kondisi  turunnya  harga  tomat  di  tingkat  petani  ini  terjadi hampir seluruh pelosok di Indonesia termasuk di Kabupaten Jember.
Menurut Dinas Pertanian Kabupaten Jember (2015) bahwa areal pertanaman tomat di Kabupaten Jember selama kurun waktu  2010-2014  mencapai  luas 1.115 ha  yang tersebar di  18  wilayah  kecamatan  dari  31  kecamatan  yang  ada  di  Kabupaten  Jember  dengan  rata- rata  produksi  sebanyak    10.042  kw  per  tahun  dan  rata-rata  produktivitas  sebesar  47,76 kw/ha  tiap  tahunnya.  Pada  Tabel  1  menunjukkan  bahwa  perkembangan  produksi  dan produktivitas  tomat  di  Kabupaten  Jember  mengalami  fluktuasi,  sedangkan  perkembangan luas panen setiap tahunnya cenderung mengalami penurunan selama periode yang sama.
Tabel 1. Perbandingan Luas Panen, Produksi, Produktivitas Tanaman Tomat
Di Kabupaten Jember Tahun 2010-2014 Tahun Luas Panen (ha) Pertum- buhan (%) Produksi (ku) Pertum- buhan (%) Produktivita s (ku/ha) Pertum- buhan (%) 2010 290 - 9.581 - 33,04 - 2011 260 -10,34 5.886 38,57 22,64 -31,48 2012 199 -23,46 6.052 2,82 30,41 34,34 2013 169 -15,08 11.632 92,20 68,83 126,32 2014 197 16,57 17.057 46,64 86,58 25,80 Rata-rata 223 -8,08 10.042 25,77 47,76 38,74
Sumber : Dinas Pertanian Kab. Jember, 2015
Tabel  1  di  atas  pada  prinsipnya  tidak  perlu  dikhawatirkan  secara  berlebihan  akan menurunnya  produksi  tomat  di  Kabupaten  Jember.  Penggunaan  teknologi  yang  tepat  dan ketersediaan  dan  harga  input  yang  terjangkau  serta  proteksi  harga  produk  yang  terjamin dengan  penetapan  harga  dasar  ( floor  price ),  maka supplay tomat  di  Kabupaten  Jember akan memenuhi kebutuhan lokal.  Selain itu, hasil penelitian Wijaya dan Hadi pada tahun 2014  tentang  Analisis  efisiensi  pemasaran  tomat  di  Kabupaten  Jember  semakin  dapat meyakinkan  petani  agar  tetap  berusahatani  topat  pada  musim  yang  tepat.  Sebab  hasil penelitian  dimaksud  mengungkapkan  bahwa  proses  pemasaran  komoditas  tomat  di Kabupaten Jember sepanjang musim  tanam 2014 berjalan secara  efisien dengan rata-rata harga yang diterima petani tomat atau yang harga yang dibayarkan konsumen mencapai Rp 5.803.13 per kg dengan share margin mencapai 53.88% yang berarti produsen petani tomat diuntungkan.  Oleh  karena  itu  sangat  rasional  jika  petani  masih  cenderung    memutuskan untuk tetap mengusahakan lahannya untuk ditanami tomat. Berdasarkan fenomena  di atas maka tujuan penelitian meliputi: 1) untuk mengukur tingkat produktivitas usahatani tomat dan  membandingkan  antar  skala  usahatani,  dan  2)  untuk  mengidentifikasi  faktor-faktor yang berpengaruh terhadap produksi usahatani tomat di Kabupaten Jember.

## 2. METODE PENELITIAN
Penelitian  ini  menggunakan  metode  deskriptif  kuantitatif  dengan  pendekatan  teknik survei (Nazir, 1985). Penelitian ini telah dilaksanakan di Kabupaten Jember yang terhadap lima  Kecamatan  sampel,  yaitu:  Ledokombo,  Sumberjambe,  Ajung,  Panti  dan  Umbulsari secara purposive  sampling berdasarkan  pertimbangan  di  wilayah  kecamatan  tersebut merupakan  sentra  produksi  tomat  terluas  pertama  hingga  kelima  di  Kabupaten  Jember. Data  yang  digunakan  adalah  data  primer  dan  data  sekunder  dan  telah  dilaksanakan  pada bulan  Februari,  tahun  2016.    Sampel  ditentukan  menggunakan  metode proportioned random  sampling yaitu  pengambilan  sampel  secara  acak  dan  proposional  sebesar  20  % petani  tomat  dari  setiap  kecamatan  dengan  total  sampel  sebanyak  60  orang  responden (Singarimbun,  1987).  Selain  itu  untuk  menentukan  responden  strategi  pengembangan menggunakan key  informan ,  yaitu seseorang  yang  dianggap  ahli  dalam  melakukan budidaya dan pemasaran tomat.

## Metode Analisis Data
Untuk  menjawab  tujuan  pertama  tentang  besernya  tingkat  produkstivitas  dan perbedaan  produktivitas  antar  skala  usahatani  tomat  digunakan  digunakan  pendekatan
Average  Physical  Product (APP)  dan  uji  beda  rata-rata  menggunakan  uji  t  dengan formulasi (Boediono, 1982):
di mana:
APP = produksi rata-rata per satuan input
TPP = produksi total
Y = output
X = input yang digunakan
Dalam penelitian ini, produktivitas yang diuji terdiri dari produktivitas lahan, produktivitas tenaga kerja, dan produktivitas biaya dan secara matematis diformulasikan sebagai berikut:
3 3 2 1 , , 2 1 X Q X APP X Q APP X Q APP X X   
di mana:
APP xi = produktivitas untuk input X i
X i = input yang digunakan, dimana X 1 = lahan, X 2 = tenaga kerja, X 3 = biaya produksi
Dalam Pengujian hipotesis ini, secara umum hipotesis yang diajukan adalah:
H 0 :   Tidak  ada  perbedaan  tingkat  produktivitas  antar  strata  luas  lahan  usahatani tomat, atau μ 1 = μ 2
Ha:   Ada perbedaan tingkat produktivitas antar strata luas lahan usahatani tomat, atau μ 1 ≠ μ 2
Apabila H 0 benar, maka kriteria pengambilan keputusan adalah:
Jika  t hitung  t tabel ,  maka  dapat  dinyatakan  bahwa  perbedaan  antar  kedua  kelompok skala usahatani tersebut secara statistik tidak signifikan. Apabila terbukti bahwa t- hitung ˃ - t tabel , maka dari uji t tersebut dihasilkan kesimpulan memutuskan bahwa H 0 ditolak. Guna mengetahui  kelompok  manakah  yang  berbeda  secara  signifikan,  maka  perlu  dilakukan pengujian lebih lanjut  dengan Uji Least Significance Different ( LSD ). Hal ini disebabkan, pengertian  secara  statistik  menggunakan  uji  t  tidak  memberikan  seberapa  besar  derajat beda antara rata-rata kelompok yang satu dengan rata-rata kelompok lainnya dan manakah
> t tabel , maka: H o ditolak
≤ t tabel , maka: H o diterima t hitung X X f X Y X TPP APP ) (   
yang  menunjukkan  perbedaan.  Untuk  itu,  digunakan  uji  t  dua  arah.  Pengujian  dilakukan dengan mempergunakan rumus sebagai berikut :
di mana :
= jumlah grup (kelompok yang diperbandingkan
= total pengamatan
= derajat bebas antara grup = (k-1)
Menurut  Supranto  (2001)  untuk  mengetahui  perbandingan  produktivitas  dengan indikator  tertentu  (yaitu  produktivitas  aktual  yang  dicapai  petani  dibandingkan  dengan produktivitas  nasional,  produktivitas  di  tingkat  Jawa  Timur,  dan  produktivitas  di Kabupaten Jember) digunakan metode uji-Z satu rata-rata dengan rumus sebagai berikut :
di mana :
hitung Z = harga yang dihitung dan menunjukkan nilai standar deviasi pada
distribusi normal (tabel Z)
x = rata-rata nilai yang diperoleh dari hasil pengumpulan data
0  = rata-rata nilai yang dihipotesiskan
 = standar deviasi populasi yang telah diketahui
N = jumlah populasi penelitian
Guna  menguji  hipotesis  kedua,  tentang  faktor-faktor  yang  berpengaruh  terhadap produksi  usahatani  tomat, digunakan pendekatan analisis regresi  berganda dengan asumsi bahwa bentuk hubungan antara variabel bebas ( X i ) dengan variabel terikat ( Y i ) merupakan fungsi  produksi Cobb-Douglas .  Hubungan  antara  variabel X dan Y tersebut  secara matematik dirumuskan sebagai berikut (Sutiarso, 2010) :
Diduga  faktor-faktor  yang  berpengaruh  terhadap  produksi  usahatani  tomat    adalah  luas lahan, jumlah tenaga kerja, jumlah bibit, jumlah pupuk, jumlah pestisida, dan pengalaman
i k k i i e X X X i Y      … 2 2 1 1 0  2 1 x dan x 2 1 S dan S 2 1 n dan n N x Z hitung   0   2 1 2 1 2 2 2 2 1 1 2 1 2 1 1 1 2 ) 1 ( ) 1 ( ) ( ) ( n n n n S n S n x x t            
petani bertani tomat. Secara matematik, persamaan taksiran fungsi produksi dengan model regresi adalah:
di mana :
Ŷ = estimator dari Y = produksi usahatani tomat (ku)
X 1 = luas lahan (ha)
X 2 = tenaga kerja (JKP)
X 3 = jumlah bibit (batang)
X 4 = jumlah pupuk (kg)
X 5 = Jumlah pestisida (Rp)
X 6 = Manajerial (th)
b 0 = konstanta (intersep).
b 1 , b 2 , … , b 6 = koefisien regresi variabel bebas
Untuk memudahkan pendugaan persamaan tersebut di atas, maka persamaan tersebut diubah  menjadi  bentuk  linier  berganda  dengan  cara  melogaritmakan.  Persamaan  regresi dinyatakan  dalam  bentuk  persamaan  logaritma  dengan  bilangan  natural  e  =  2,71828, sehingga persamaannya menjadi :
e In X In X In In i Y i ki k i          ... ln 1 1 0
di mana:
Y = variabel terikat (dependent variabel)
X = variabel bebas (independent variabel)
β 0 , 1  , … , k  = koefisien regresi
i = 1, 2, … , n = nomor observasi
j = 1, 2, … , k = nomor variabel
Estimasi terhadap bentuk hubungan diatas adalah:
k k X In b X b X b b Y      … ln ln ln ˆ ln 2 2 1 1 0
di mana:
Y ˆ = estimator dari Y
0 b = estimator dari 0  b 1 , b 2, … , b k masing-masing adalah estimator dari 1  , 2  , … , k 
u = In Y – In Y ˆ = estimator dari kesalahan pengganggu ( u )
6 6 5 5 4 4 3 3 2 2 1 1 0 ˆ b b b b b b X X X X X X b Y 
Pengujian  terhadap  hipotesis  yang  diajukan  dalam  analisis  untuk  kepentingan estimasi dan interprestasinya meliputi :
a) Pengujian keberartian koefisien regresi parsial secara keseluruhan
H 0 : semua koefisien regresi dari faktor-faktor yang berpengaruh terhadap produksi tidak berbeda nyata dengan nol, atau
Ha:  paling  tidak  salah  satu  koefisien  regresi  dari  faktor-faktor  yang  berpengaruh terhadap produksi berbeda nyata dengan nol, atau 0  j 
Pengujian hipotesis dilakukan secara statistik menggunakan uji F dengan formulasi sebagai berikut :
di mana : n = jumlah observasi
k = jumlah variabel bebas
b) Pengujian keberartian koefisien regresi parsial secara individual Untuk faktor yang berpengaruh  positif  terhadap  produksi  yang  diajukan  hipotesis  statistik  sebagai berikut :
H 0 : Koefisien  regresi  dari  faktor  produksi  yang  berpengaruh  terhadap produksi tidak berbeda atau sama dengan nol, atau β j = 0.
H a: Koefisien  regresi  dari  faktor  produksi  yang  berpengaruh  terhadap produksi tidak sama dengan nol, atau β j ≠ 0.
c) Untuk faktor yang berpengaruh negatif terhadap produksi yang diajukan hipotesis statistik sebagai berikut :
H 0 : Koefisien regresi dari faktor produksi yang berpengaruh terhadap produksi tidak berbeda atau sama dengan nol, atau β j ≥ 0.
Ha: Koefisien regresi dari faktor produksi yang berpengaruh terhadap produksi tidak sama dengan nol, atau β j < 0.
0 … 2 1     k    ngah sisa kuadrat te si ngah regre kuadrat te hitung F                 F F Jika diterima H maka ditolak H maka k n k n hit 0 ) 1 ; ( 0 ) 1 ; ( , , F >
Pengujian hipotesis dilakukan secara statistik dengan uji-t sebagai berikut :
j b j j S b hitung t *   
di  mana * j  adalah j  yang  sesuai  dengan  hipotesis  nol,  dan j b S adalah  standar  eror dari b j.

## 3. PEMBAHASAN

## Produktivitas Usahatani Tomat di Kabupaten
Dalam proses produksi usahatani tomat pada akhirnya harus dilihat dari produktivitas yang  diperoleh  petani,  hal  ini  dimaksudkan  untuk  melihat  tingkat  produktivitas  tomat. Untuk mengetahui rata-rata produktivitas usahatani tomat dapat dilihat pada Tabel 2.
Tabel 2. Rata-rata Produktivitas Lahan, Tenaga Kerja dan Biaya per Hektar
Usahatani Tomat di Kabupaten Jember Tahun 2016 No. Produktivitas Skala Usahatani Rata-rata Total Sempit Luas 1 Lahan  (ku/ha) 181,48 125,76 153,62 2 Tenaga Kerja (kg/jkp) 4,998 4,810 4,906 3 Biaya (kg/Rp) 0,00048 0,00046          0,00047

## Sumber: Data primer Diolah, tahun 2016
Tabel  2  menunjukkan  bahwa  rata-rata  produktivitas  lahan  usahatani  tomat  pada musim  tanam  tahun  2016  di  Kabupaten  Jember  sebesar  153,62  ku/ha.  Sementara,  untuk rata-rata produktivitas tenaga kerja dan produktivitas biaya masing-masing adalah sebesar 4,906 kg/jkp dan 0,00047 kg/rupiah biaya yang dikeluarkan. Ditinjau dari skala usahatani menunjukkan bahwa produktivitas lahan rata-rata yang dihasilkan oleh petani dengan skala usahatani  sempit  relatif  lebih  tinggi  jika  dibandingkan  dengan  petani  luas.  Kondisi  ini disebabkan  karena  petani  dengan  skala  usahatani  sempit  dapat  mengalokasikan  input produksinya sesuai dengan kebutuhan tanaman bahkan rata-rata  di bawah anjuran. Artinya petani  dengan  skala  usahatani  sempit  lebih  terampil  dalam  pengelolaan  usahatani  tomat dibandingkan dengan skala usahatani luas.
Fenomena  di  atas  dapat  dibuktikan  pada  Tabel  2  bahwa  produktivitas  tenaga  kerja skala usahatani sempit relatif lebih tinggi dibandingkan dengan golongan skala usatani luas masing-masing  sebesar  4,998  kg/jkp  dan  4,814  kg/jkp.  Demikan  pula  rata-rata produktivitas biaya usahatani tomat menunjukkan bahwa skala usahatani luas lebih efisien
   
           diterima H maka , ) k ;n ( ditolak H maka ), k ;n ( t >t t Jika hit 0 1 1 0
yaitu  sebesar  0,00046  kg/Rp  dibanding  dengan  skala  usahatani    sempit  yaitu  sebesar 0,00048  kg/Rp.  Hasil  penelitian  Nento,  Halid,  dan    Indriani  (2013)  di  Kabupaten  Bone Bolango  bahwa  produktivitas  tomat  mencapai  29,10  ha/ha.  Artinya  jika  dibandingkan dengan  hasil  penelitian  terdahulu,  bahwa  tingkat  produktivitas  usahatani  tomat  di  daerah penelitian  ini  jauh  lebih  rendah.  Tetapi  jika  dibandingkan  dengan  hasil  penelitian  Fadli (2014)  tentang  usahatani  tomat  di  Kelurahan  Boyaoge  Kecamatan  Tatanga  Kota  Palu, maka  produktivitas  lahan  di  daerah  penelitian  ini  masih  lebih  tinggi,  dimana  tingkat produktivitas  usahatani  tomat  hasil  riset  oleh  Fadli  hanya  mencapai  13,5  ton/ha.  Guna mengetahui perbedaan produktivitas antar skala usahatani tomat di Kabupaten Jember yang menggunakan uji t dua arah tersaji pada Tabel 3 berikut ini :
Tabel 3. Hasil Analisis Uji Beda LSD Terhadap Produktivitas Usahatani Tomat No.
Produktivitas Strata Signifikansi Difference 1. Lahan (ku/ha) Sempit 0,000 *** 55,72303 Luas 2. Tenaga Kerja (kg/jkp) Sempit 0,584 ns 0,18424 Luas 3. Biaya (kg/Rp) Sempit 0,309 ns -0,00001700 Luas
Keterangan :  Pengujian  hipotesis  menggunakan  uji-t  dua  arah,  di  mana *** menyatakan signifikan  masing-masing  pada  tingkat  kepercayaan  99%,  dan  ns:  tidak  signifikan  pada taraf kepercayaan 90%
Sumber: Data Primer Diolah, Tahun 2016
Berdasarkan  uji  t  dua  arah  yang  ditunjukkan  pada  Tabel  3,  dapat  diketahui  bahwa perbandingan  produktivitas  antar  skala  luas  usahatani  tomat  antara  lain:  1)  Perbandingan produktivitas  lahan  tomat  di  antara  skala  usatani  menunjukkan  bahwa  perbedaan  sangat signifikan pada taraf kepercayaan 99% antara golongan petani sempit dengan luas. Kondisi tersebut  disebabkan  karena  jumlah  input  yang  digunakan  relatif  tidak  sama  dalam berusahatani  tomat.  Produktivitas  lahan  untuk  skala  usahatani  sempit  lebih  besar dibandingkan  dengan  skala  usahatani  luas.  Hal  ini  kemungkinan  disebabkan  skala usahatani  lebih  intensif  dalam  mengatur  jarak  tanam,  penggunaan  sarana  produksi  dan penggunaan  tenaga  kerjanya,  2)  Berdasarkan  produktivitas  tenaga  kerja  antar  skala usahatani  menunjukkan  bahwa  skala  usahatani  sempit  lebih  besar  dalam  penggunaan
tenaga kerja, yaitu sekitar 4,998 kg/jkp, sementara untuk skala usahatani luas sekitar 4,810 kg/jkp.  Produktivitas  tenaga  kerja  di  antara  strata  petani  menunjukkan  perbedaan  yang tidak  signifikan  pada  taraf  uji  10%  antar  skala  usaha,  dan  3)  Bahwa  penggunaan  biaya produksi  oleh  petani  berskala  sempit  lebih  besar  dibandingkan  dengan  skala  luas  yaitu masing-masing  sebesar  Rp  37.590.282/ha  dan  Rp  27.650.027,-  /ha.    Artinya  besarnya biaya  produksi  usahatani  tomat  di  daerah  penelitan  ini  jauh  lebih  tinggi  dibandingkan dengan hasil riset oleh Fadli (2014) di Kota Palu yaitu sebanyak Rp 22.977.700,17/ha.

## Faktor-Faktor Yang Berpengaruh Terhadap Produksi Usahatani Tomat
Faktor  Produksi  sering  pula  disebut  dengan  korbanan  produksi,  karena  faktor produksi  tersebut  dikorbankan  untuk  menghasilkan  produksi.  Untuk  menghasilkan  suatu produk, maka diperlukan pengetahuan hubungan antara faktor produksi (input) dan produk (output).  Dalam  usahatani  tomat  faktor-faktor  produksi  diduga  berupa  luas  lahan,  tenaga kerja, bibit, pupuk, pestisida dan manajerial sebagaimana yang tampak pada Tabel 4.
Tabel 4. Hasil Analisis Regresi Fungsi Produksi Cobb-Douglas Usahatani Tomat
Variabel Parameter Koefisien Regresi T Konstanta β 0 -5,933 2,428 ** Luas Lahan (X 1 ) β 1 -0,483 2,827 ** Tenaga Kerja (X 2 ) β 2 0,647 4,278 *** Bibit (X 3 ) β 3 0,539 4,890 *** Pupuk (X 4 ) β 4 0,063 0,823 ns Pestisida (X 5 ) β 5 -0,045 0,726 ns Manajerial (X 6 ) β 6 -0,166 0,838 ns Std. Error Estimasi Se 0,22028 R Square R 2 0,786 Adjusted R Square R 2 0,762 R Berganda R 0,886 F-Ratio 32,494 ***  j  0,555 n 60
Keterangan : Pengujian hipotesis menggunakan uji-t dua arah, di mana ** , *** menyatakan signifikan  masing-masing  pada  tingkat  kepercayaan  95%,  99%,  dan  ns:  tidak  signifikan pada taraf kepercayaan 90%
Sumber: Data primer diolah, tahun 2016
Berdasarkan hasil analisis regresi fungsi produksi maka, persamaan fungsi produksi linier usahatani tomat dapat dirumuskan:
Persamaan  linier  tersebut  dimasukkan  sehingga  fungsi  produksi  cobb-douglas usahatani tomat sebagai berikut:
Faktor-faktor yang diduga berpengaruh terhadap produksi tomat disajikan pada Tabel 3.3.  Dari  tabel  tersebut  menggambarkan  bahwa  produksi  dalam  usahatani  tomat diasumsikan dipengaruhi oleh faktor: (1) luas lahan; (2) tenaga kerja; (3) bibit; (4) pupuk; (5)  pestisida;  (6)  manajerial.  Faktor  luas  lahan,  tenaga  kerja,  bibit,  pupuk,  pestisida,  dan manajerial  secara  bersama-sama  berpengaruh  secara  signifikan  terhadap  produksi usahatani tomat. Hal ini dapat dilihat dari nilai F-hitung (=32,494) yang sangat signifikan pada taraf uji 1%.
Dilihat dari nilai koefisien determinasi ( R 2 ) yang sebesar 0,762 menunjukkan bahwa variabel  bebas  yang  dimasukkan  ke  dalam  model  dapat  mengidentifikasikan  variasi variabel dependen (produksi) secara baik sekitar 76,2%. Hanya 23,8% yang dijelaskan oleh faktor lain  yang tidak masuk  ke dalam model di  antaranya adalah curah  hujan dan iklim. Apabila  dilihat  dari  nilai  koefisien  regresi  parsial  yang  menggunakan  full-model,  maka faktor  produksi  luas  lahan,  tenaga  kerja  dan  bibit  berpengaruh  secara  signifikan  terhadap produksi  usahatani  tomat.  Sementara  pengaruh  dari  variabel  pupuk,  pestisida  dan manajerial  berpengaruh  tidak  signifikan  sebagaimana  diuraikan  secara  detail  dalam pembahasan berikut.
Pada  fungsi  produksi  tomat,  luas  lahan  mempunyai  pengaruh  yang  negatif  dan signifikan pada uji taraf 5% yang berarti semakin luas lahan garapan usahatani tomat yang dikelola,  maka  semakin  menurun  produksi  yang  diperolehnya.  Hal  ini  mengindikasikan bahwa  penggunaan  variabel  luas  lahan  pada  proses  produksi  berada  pada  daerah  tidak rasional  karena  secara  teknis  penggunaan  lahan  terlalu  luas  sehingga  petani  kurang  dapat mengontrol dengan baik. Adapun secara ekonomis dapat diinterpretasikan bahwa jika luas lahan ditambah sebesar 1% akan mengakibatkan tingkat produksi petani justru mengalami penurunan  sebesar  0,483%  dan  sebaliknya  dengan  asumsi  cateris  paribus.  Hal  ini  sejalan dengan  hasil  penelitian  tentang  Analisis  Usahatani  Tomat  di  Kecamatan  Tawaili
6 ln 166 , 0 5 ln 045 , 0 4 ln 063 , 0 3 ln 539 , 0 2 ln 647 , 0 1 ln 483 , 0 933 , 5 ln X X X X X X Y         166 , 0 045 , 0 063 , 0 539 , 0 647 , 0 483 , 0 003 , 0 6 5 4 3 2 1     X X X X X X Y
Kabupaten Donggala oleh  Lamusa (2004) bahwa faktor produksi lahan berpengaruh nyata terhadap usahatani tomat pada taraf nyata 1%, namun berpengaruh positif.
Pengaruh faktor tenaga kerja berpengaruh positif terhadap produksi usahatani tomat secara signifikan pada taraf uji 1%. Artinya semakin banyak  tenaga kerja yang digunakan petani  sebesar  1%,  maka  semakin  tinggi  produksi  yang  diperoleh  nantinya,  yaitu  sebesar 0,647%  dan  sebaliknya  dengan  asumsi  cateris  paribus.  Adapun  secara  teknis  rata-rata penggunaan  tenaga  kerja  oleh  petani  sudah  berada  pada  daerah  rasional  atau  sudah tergolong  efisien.  Kondisi  ini  sesuai  dengan  hasil  penelitian  tentang  Analisis  Usahatani Tomat  di  Kecamatan  Tawaili  Kabupaten  Donggala  oleh    Lamusa  (2004)  bahwa  faktor produksi  tenaga  kerja  berpengaruh  nyata  terhadap  usahatani  tomat  pada  taraf  nyata  5%, namun berpengaruh negatif. Selanjutnya jika dirujuk kepada hasil penelitian Sujana (2010) tentang  “Analisis    Pendapatan    dan    Faktor-Faktor    Produksi  yang  Mempengaruhi Usahatani Tomat  di  Desa  Lebak Muncang, Kecamatan Ciwidey,  Kabupaten  Bandung”, maka  kondisi  ini  relatif  sejalan.  Hasil  riset  Sujana  tersebut  bahwa  penaga    kerja berpengaruh    positif    terhadap    produksi    tomat,    pada    fungsi  produksi  petani  tomat anggota kelompok tani tenaga kerja memiliki nilai koefisien sebesar  0,518,  yang  berarti setiap  penambahan  penggunaan  tenaga  kerja  sebesar satu  persen  akan  meningkatkan jumlah    produksi    sebesar    0,518    persen  cateris  paribus.  Sedangkan    untuk    petani    non kelompok  tani  nilai  koefisien  tenaga  kerja adalah  1,256,  berarti  setiap  penambahan tenaga    kerja    sebesar    satu    persen,    maka  akan    menyebabkan    kenaikan    peroduksi sebesar    1,256    persen.    Berdasarkan    hasil  penelitian  di  lapangan,  bahwa  tenaga  kerja memiliki  peranan  yang  penting  terkait  dengan    aktivitas    pemeliharaan    tanaman    tomat yang  memang  membutuhkan perhatian  khusus  terutama  pada  saat  pemotongan  tunas, penalian    batang    tomat,  pemberantasan    hama    serta    panen,    karena    pada    aktivitas tersebut  penggunaan tenaga kerja cukup intensif.
Faktor  produksi  bibit  berpengaruh  positif  dan  secara  teknis  berada  pada  daerah rasional atau sudah efisien dengan nilai koefisien regresi 0,539 dan signifikan pada taraf uji 1%.  Meskipun  demikian  di  daerah  penelitian  ini  masih  bisa  dimungkinkan  untuk meningkatkan  penggunaan  bibit  sesuai  dengan  anjuran  pemerintah  untuk  mencapai produksi  optimum  dan  profit  yang  maksimum.  Secara  ekonomis  dapat  diartikan  bahwa setiap  penambahan  jumlah  bibit  tomat  sebesar  1%,  maka  produksi  yang  diperoleh  petani akan  meningkat  rata-rata  sekitar  0,539%  dan  sebaliknya  denga  asumsi  cateris  paribus. Kondisi  penggunaan  bibit  di  daerah  penelitian  ini  sejalan  dengan  kondisi  hasil  penelitian
Sujana (2010) di Desa Lebak Muncang, Kecamatan Ciwidey,  Kabupaten  Bandung”. Hal ini  ditunjukkan  bahwa  nilai    koefisien    regresi    benih    adalah    0,331,    dimana    nilai    ini nyata  pada selang  kepercayaan  95  persen.
Benih    memiliki    nilai    koefisien    yang    positif    serta  berpengaruh  nyata  pada produksi  tomat,  artinya  apabila  penggunaan  benih  sebagai  salah    satu    faktor    produksi ditambahkan    sebanyak    satu    persen,    maka    produksi  tomat    tomat    akan    meningkat sebesar  0,331  persen dengan asumsi cateris  paribus. Tingkat kesalahan  dari  pendugaan ini  adalah  sebesar  lima  persen,  dimana  penggunaan  benih  ini  dapat  dikatakan  cukup responsif  terhadap  produksi  tomat  yang  dihasilkan.  Tetapi  hasil  penelitian  di  daerah  ini kondisi pengaruh penggunaan bibit tomat terhadap  produksi  tomat  berbeda dengan hasil riset  di  wilayah    Kecamatan    Tawaili  Kabupaten  Donggala  oleh  Lamusa  (2004)  dimana penggunaan  bibit  tidak  berpengaruh  nyata  terhadap  produksi  usahatani  tomat  pada  taraf nyata 10%.
.  Pengaruh faktor penggunaan pupuk berpengaruh positif, akan tetapi secara statistik tidak signifikan pada taraf uji 10%. Artinya  apabila penggunaan pupuk ditambah sebesar 1%,  maka  meningkatkan  produksi  tomat  sebesar  0,063%  dan  sebaliknya  dengan  asumsi cateris paribus meskipun pengarunya tidak nyata. Secara teknis pengguaan faktor produksi pupuk  sudah  efisien  (berada  di  daerah  rasional),  namun  masih  bisa  dimungkinkan  untuk meningkatkan  penggunaan  pupuk  untuk  mencapai  produksi  optimum  dan  profit maksimum.  Jika  merujuk  pada  hasil  penelitian  Lamusa  (2004)  di  wilayah    Kecamatan Tawaili  Kabupaten  Donggala,  maka  ada  perbedaan  dan  persamaanya.  Persamaannya poenggunaan  pupuk  sama-sama  berdampak  positif,  sedangkan  perbedaannya  adalah  hasil penelitian di daerah ini dampaknya non signifikan dan hasil riset Lamusa justru signifikan pada  taraf  nyata  10%.  Selanjutnya  jika  merujuk  pada  hasil  penelitian  Sujana  (2010)  di Desa  Lebak  Muncang,  Kecamatan  Ciwidey,    Kabupaten    Bandung”  menunjukkan  bahwa penggunaan pupuk N, P dan K berdampak signifikan pada produksi usahatani tomat pada taraf  nyata masing-masing  α  = 99%, α  = 95%,  dan α = 99%, tetapi koefisien regresinya masing-masing bertanda positif, positif dan negatif.
Faktor penggunaan pestisida berpengaruh negatif dan tidak signifikan pada taraf uji 10%  besar  koefisien  regresi  sebesar  -0,045  terhadap  produksi  tomat.  Artinya  semakin banyak  petisida  yang  digunakan  terhadap  usahatani  tomat  sebesar  1%,  maka  produksi tomat  cenderung menurun sebesar 0,045% dan sebaliknya dengan  asusmi  cateris  paribus. Koefisien regresi pada faktor produksi pestisida juga menggambarkan elastisitas produksi,
sehingga  hal  ini  mengindikasikan  bahwa  penggunaan  variabel  pestisida  pada  fungsi produksi  berada  pada  daerah  tidak  rasional  atau  sudah  tidak  efisien  lagi  karena  rata-rata petani menggunakan pestisida jauh melebihi rekomendasi. Pada posisi penggunaan faktor produksi  pestisida  tersebut  telah  berlaku The  Law  of  Diminishing  Returns ,  sehingga  jika petani masih  menambah penggunaan jenis input ini, maka total  produksinya (TPP) justru semakin berkurang, apalagi produk marginalnya (MPP) dapat dipastikan negatif (< 0).
Selanjutnya  jika  dikomparasi  dengan  hasil  penelitian  Sujana  (2010)  di  Desa  Lebak Muncang,  Kecamatan  Ciwidey,    Kabupaten    Bandung  dapat  ditunjukkan  bahwa  nilai koefisien  regresi  pestisida  cair  adalah    -0,333,  dimana  nilai  ini  nyata  pada  selang kepercayaan    95    persen.    Pestisida    cair    memiliki    nilai    koefisien    yang  negatif  serta berpengaruh nyata pada produksi tomat, artinya apabila penggunaan pestisida  cair  sebagai salah  satu  faktor  produksi  ditambahkan  sebanyak  satu persen,  maka  produksi  tomat tomat  akan  menurun  sebesar  0,331  persen cateris paribus,  dan  tingkat  kesalahan  dari pendugaan  ini  adalah  sebesar  lima  persen. Kondisi  di  lapangan  menunjukkan  bahwa pestisida  ini  sangat  penting  dalam kegiatan  budidaya  tanaman  tomat.  Pestisida  cair ini  terdiri  dari  insektisida  dan fungisida dalam bentuk cair, dengan satuan liter.
Selain  itu,  hasil  penelitian  Sujana  (2010)  di  Desa  Lebak  Muncang,  Kecamatan Ciwidey,    Kabupaten    Bandung  ditunjukkan  bahwa  nilai  koefisien  regresi  dari  pestisida padat adalah 0,036, dan nilai ini tidak berpengaruh  nyata  pada  selang  kepercayaan  95 persen. Nilai  koefisien  regresi  ini  tidak  berpengaruh  nyata,  berarti  bahwa  walaupun penggunaan  pestisida  padat  ditambahkan  ataupun  dikurangkan  dalam penggunaannya, maka  tidak  akan  berpengaruh  sama  sekali  terhadap  jumlah produksi  tomat.  Kondisi di  lapangan  menunjukkan  bahwa  petani  tomat  anggota kelompok  tani  lebih  banyak menggunakan    pestisida    cair    dibandingkan    dengan  pestisida    padat,    karena    pestisida lebih  banyak  yang  berbentuk  cair  dibandingkan dengan berbentuk padat.
Faktor  manajemen  (kemampuan  petani  dalam  mengelola  usahataninya) berpengaruh  negatif  dengan  nilai  koefisien  regresi  -0,166  dan  tidak  signifikan  pada  taraf uji  10%    terhadap  produksi  usahatani  tomat.  Kondisi  ini  disebabkan  karena  tidak  ada perbedaan  umur,  tingkat  pendidikan,  dan  pengalaman  berusahatani  yang  signifikan diantara  petani  tomat.  Padahal  secara  teori  menurut  pendapat  Muhyarto  (1994)  dan Soekartawi  (2005)  bahwa  faktor  manajemen  dapat  berpengaruh  terhadap  produksi usahatani  karena  faktor  ini  menunjukkan  tingkat  keterampilan  petani  dalam  mengelola usahataniya.
Selain  faktor  manajemen  dapat  didekati  dengan  umur,  tingkat  pendidikan,  dan pengalaman  berusahatani,  juga  dapat  menggunakan  pendekatan  jumlah  frekuensi  tingkat kehadiran petani dalam pelatihan, penyuluhan, studi banding, magang, intensitas kehadiran PPL dan lain-lain. Faktanya beberapa variabel yang disebutkan terakhir ternayata memang tidak  diukur  dalam  penelitian  ini  karena  memang  di  lapangan  tidak  ada  data  yang  dapat digali  dalam  beberapa  dekade  terakhir  ini.  Kelembagaan  petani  (kelompok/Gapoktan  dan PPl  tidak  pernah  ada  interaksi  dengan  kegiatan  usahatani  tomat.  Jika  interaksi  dimaksud benar-benar  terjadi  di  lapangan,  maka  faktor  manajemen  cenderung  signifikan pengaruhnya  terhadap  produksi  usahatani  tomat.  Adapun  dalam  penelitian  ini  pengaruh variabel  ini  berdampak  negatif  terhadap  produksi  usahatani  tomat,  hal  ini  disebabkan semakin  tinggi  tingkat  manajemen  yang  dimliki,  petani  di  daerah  penelitian  semakin banyak melakukan trial and error untuk menerapkan berbagai variasai teknologi, sehingga mengakibatkan justru produksinya cenderun semakin menurun.
Dalam  fungsi  produksi  Cobb-Douglas  dikenal  dengan  istilah return  to  scale yang menunjukkan besarnya perubahan output akibat perubahan secara proporsional dari fungsi produksi yang digunakan untuk mengetahui apakah kegiatan dari suatu usaha yang diteliti tersebut  mengikuti  kaidah Increasing , Constant atau Decreasing  return  to  scale .  Besaran elastisitas  menunjukkan  besaran return  to  scale yaitu  penjumlahan  koefisien  regresi  dari fungsi produksi Cobb-Douglas . Dengan demikian dapat dinyatakan bahwa fungsi produksi usahatani tomat di Kabupaten Jember Decreasing Return to Scale karena jumlah koefisien regresi  kurang  dari  satu  (=  0,56).  Artinya,  apabila  proporsi  penggunaan  faktor  produksi naik sebesar 1% maka produksi akan turun kurang dari sebesar 1%.

## 4.KESIMPULAN
1. Produktivitas  lahan  usahatani  tomat  di  Kabupaten  Jember  adalah  153,662  ku/ha  dan produktivitas  tenaga  kerja  sebesar  4,906  kg/JKP  sedangkan  produktivitas  biaya sebesar  2.252  Rp/kg.  Tidak  ada  perbedaan  produktivitas  tenaga  kerja  maupun  biaya produksi  antara  petani  berskala  usahatani  sempit  dengan  petani  luas.  Akan  tetapi, produktivitas lahan antara berskala usahatani sempit dengan petani luas, menunjukkan adanya perbedaan yang sangat signifikan pada taraf kepercayaan 99%.
2. Faktor-faktor yang berpengaruh signifikan terhadap produksi adalah luas lahan, tenaga kerja  dan  bibit,  sedangkan  faktor    pupuk  dan  pestisida  berpengaruh  tidak  nyata terhadap produksi usahatani tomat di Kabupaten Jember.

## DAFTAR PUSTAKA
Badan  Intelijen  Negara,  2012. Prediksi  dan  Tantangan  Sektor  Pertanian  Indonesia Tahun 2013 . http://bin.go.id/prediksi-dan-tantangan-sektor-pertanian-indonesia- tahun-2013.htm , Diakses tanggal 20 November 2015.
BPS. 2015. Luas Panen dan Produksi Tomat . Badan Pusat Statistik Indonesia, Jakarta. Boediono. 1982. Ekonomi Mikro . Yogyakarta:  BPFE.
Dinas  Pertanian  Kabupaten  Jember,  2015. Produksi  Sayuran  di  Kabupaten  Jember .
Kantor  Dinas  Pertanian  Kabupaten  Jember,  Jember. https://publikasi.polije.ac.id. Diakses Tanggal 25 Agustus 2016.
Fadli,  S.,  2014.  Analisis  pendapatan  dan  kelayakan  Usahatani  Tomat  di  Kelurahan Boyaoge Kecamatan Tatanga Kota Palu. Jurnal AGROLAND.  21 (01): Hal 45 – 48.
Kementerian  Pertanian  RI,  2015. Rencana  Strategis  Kementerian  Pertanian  2015-2019 , Jakarta. www.pertanian.go.id/file/RENSTRA_2015-2019 .  Diakses  Tanggal  21 Agustus 2016.
Lamusa,  A.,  2004.  Faktor-Faktor  yang  Mempengaruhi  Produksi  Tomat  (Suatu  Kasus  di Wilayah Kebun Kopi) Kecamatan Tawaili Kabupaten Donggala. J-Agrisains.  5 (1): Hal. 35 – 42.
Mubyarto. 1994. Pengantar Ekonomi Pertanian . Jakarta: LP3ES.
Nazir, M.,  1985. Metode Penelitian . Jakarta: Ghalia.
Nento,  V.Z.,  Halid,  A.,  dan  Indriani,  R.,  2013.  Analisis  Keuntungan  usahatani  Tomat  di Kecamatan  Tilongkabila  Kabupaten  Bone  Bolango. www.kim.ung.ac.id .  Diakses pada tanggal 14 Februari 2016.
Singarimbun dan Effendi, S., 1987. Metode Penelitian Survei . Jakarta: LP3ES.
Soekartawi,  2005. Agribisnis Teori dan Aplikasi . Edisi Revisi. Jakarta: PT. Raja Grafindo Persada.
Supranto, J., 2001. Statistik Teori dan Aplikasinya . Jakarta:  Erlangga.
Sutiarso,  E.,  2010. Analisis  Regresi  Sederhana ,  Jurusan  Sosial  Ekonomi  Pertanian,
Fakultas Pertanian, Universitas Muhammadiyah Jember,  Jember.
Sujana,  W.,  2010.    Analisis    Pendapatan    dan    Faktor-Faktor    Produksi  yang Mempengaruhi  Usahatani  Tomat  di  Desa  Lebak  Muncang,  Kecamatan  Ciwidey, Kabupaten    Bandung.    Skripsi.    Departemen    Agribisnis,    Fakultas  Ekonomi    dan Manajemen,    Institut    Pertanian    Bogor. http://repository.ipb.ac.id/jspui/bitstream. Diakses pada tanggal 15 Februari 2016.
Wijaya,  I.,  dan  Hadi,  S.,  2014.  Analisis  Efisiensi  Pemasaran  Tomat  ( Lycopersicon esculentum  mill )  Berbasis    Jaring  Laba-Laba  di  Kabupaten  Jember.  Prosiding Seminar  Nasional  dengan  Tema  “ Pembangunan  Nasional  Berbasis  Teknologi dan  Sumber  Daya  Lokal” oleh  Fakultas  Pertanian  Universitas  Muhammadiyah Jember  pada  tanggal  19  Agustus  2014  dengan  No.  ISBN:    9-78602-711-480-9 Halaman: 49 – 61.